人民币汇率与我国房地产价格——基于Markov区制转换VAR模型的实证研究，本文主要内容关键词为：人民币汇率论文,房地产价格论文,模型论文,实证研究论文,我国论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
2005年汇改后，人民币不断小幅升值，大量的国际资本流入，与此同时我国的股市和房地产市场异常繁荣，从房地产销售价格指数看，自2005年7月到2010年9月，房地产销售价格上涨了39.4%。在全球经济仍未从金融危机中恢复的背景下，我国良好的经济基本面以及汇差、利差等因素是吸引国际资本流入的重要原因。这些国际资本持续流入可能导致我国股市和楼市价格上涨，强化人民币升值预期，从而进一步促进资本流入，形成一种正反馈机制。此外，国际资本进入房地产市场对国内资本具有示范效应，从而引发羊群效应。在当前的经济金融一体化的背景下，汇率和资产价格的关系也越来越紧密。资产价格的波动会诱使国际资本流动，如果对资本流动管理不力很可能会对汇率造成影响，1998年的金融危机就是一个很好的例子。因此，研究人民币汇率与房地产价格之间的关系对于维护金融系统的稳定，防范金融风险具有重要的意义。
目前，学术界直接研究汇率与房地产价格之间关系的文献相对较少，而且这些文献中也只是研究汇率如何影响房地产价格。如Miller等(1988)检验了1986到1988年早期，日元／美元双边汇率和日本购房者对夏威夷住房价格和成交量(Turnover)的影响。他们采用LS回归发现，日元对美元升值10%，夏威夷Waialae-Kahala地区的房价就上涨27%。高波和毛忠根(2006)认为汇率调整主要通过流动性效应、预期效益、财富效应、溢出效应等对房地产价格产生影响。杜敏杰和刘霞辉(2007)在无摩擦、无交易成本、无政府参与的完全市场结构之上建立了房地产价格变动与汇率变动的数理模型。通过模型推导得出如果人民币预期升值3%，普通住宅价格将上涨30%，而商业写字楼价格将上涨51%。
汇率和房地产价格之间可能会以国际资本流动、国内货币供给和经济增长为中介而间接相关。以国际资本流动为中介表现为：汇差及汇率预期等因素导致国际资本流动，而资本流动又会对房地产价格产生影响，如Calvo等(1996)通过研究1990～1994年亚洲和拉美国际资本流入的宏观经济效应发现国际资本流动往往会导致外汇储备增长、名义和实际货币供给快速增长①以及实际汇率升值，同时也会伴随着股价和房地产价格的上涨。刘莉亚(2008)通过实证研究发现，国际资本进入我国在等待人民币升值的同时会大量进入国内房地产市场，特别是豪华住宅商品市场，同时这些资本的非预期的突发性变动会引发商品住宅市场价格的异常变动。
以国内货币供给为中介表现为：货币当局为稳定汇率而干预外汇市场，在冲销非完全有效的状况下势必会对货币市场产生影响（朱孟楠和刘林，2010），货币市场状况的变化有可能会对房地产市场产生影响。贺晨(2009)认为在货币供应量发生变动时，房价也会表现出相同的周期性波动。
以经济增长为中介表现为：房地产业通过关联效应对经济增长产生影响，同时汇率变动也会通过乘数效应和反馈效应对经济增长产生影响（卢万青和陈建梁，2007），而经济增长又会通过巴拉萨—萨缪尔森效应②对汇率产生影响，同时也会对房地产业产生影响。王国军和刘水杏(2004)的研究表明房地产业通过带动相关产业，从而对经济增长产生影响。孔煜(2009)认为我国房价的上涨是促进经济增长的主要动力。王子龙等(2008)认为我国房屋价格变动在短期和长期都会对居民消费带来财富效应。房地产价格的正向冲击将对居民消费产生正效应，导致居民消费增加。房地产市场财富效应通过作用于居民消费最终对宏观经济的运行产生影响。
已有文献在这一研究领域做了重要的贡献，但也存在一些不足之处，如：(1)很少有文献研究汇率与房地产价格的相互关系，现有文献只是分析汇率冲击对房地产价格的影响。(2)已有文献基本采用线性模型进行实证研究，但实际上汇率与房地产价格可能存在非线性的关系。徐迎军和李东(2010)的研究表明我国房地产价格呈现出非线性的波动特点。而且人民币汇率存在升值和贬值两种状况，仅仅用线性模型无法准确描述房地产价格和汇率的相互关系。因此，本文在已有文献的基础上，通过构建包含房地产需求者、开发商和地方政府、中央政府的房地产市场，通过假设房地产市场上存在国外投资者将房地产市场与外汇市场联系起来，构建离散型的动态理论模型，分析汇率与房地产价格之间的关系。然后采用非线性计量模型实证分析两者之间的非线性动态关系。
本文结构如下：第二部分是理论模型设定与推导。假设房地产市场上存在国外投资者，分析影响房地产市场各经济主体的主要特征，构建包含房地产市场和外汇市场的离散动态模型，通过理论模型推导分析汇率与房地产价格的动态关系；第三部分是实证研究，利用我国汇改后2005年7月到2010年9月的月度数据，采用Markov区制转换VAR模型，实证研究人民币汇率与我国房地产价格之间的非线性动态关系；最后是结论。
二、理论模型设定与推导
从房地产市场上的经济主体入手，通过构建包含房地产市场和外汇市场的宏观经济理论框架，分析汇率与房地产价格的关系。一方面可以通过严格的数理模型推导定性分析汇率与房地产价格之间的相互关系；另一方面为实证研究部分引入变量作铺垫。
理论模型基于以下假设：(1)该国实行出口导向和引入外资导向的经济发展模式；(2)该国实行有管理的浮动汇率制度。在这种汇率制度下，当该国货币存在升值或贬值压力时，该国央行可以通过变动外汇储备、调整汇率或两者的组合来消除汇率升（贬）值压力（朱孟楠和刘林，2010）；(3)房地产业是该国拉动经济增长的一个重要产业，房地产市场上存在国外投资者③；(4)土地资源是有限的，在面对土地这种稀缺资源时采取拍卖方式由政府向房地产开发商出售。
假设在房地产市场上存在四类经济主体，需求者、房地产商、地方政府和中央政府。
（一）房地产需求
根据购房需求目的的不同，将房地产需求分为房地产消费需求和投资需求。消费需求是为了满足购房者的居住需要，而投资需求是将房地产作为一种投资品以期从投资房地产中获取收益。
1.房地产消费需求
收入y提高会刺激房地产的消费需求，房地产使用成本uc上升将降低人们的房地产消费需求。房地产价格P越高，人们会倾向于降低购房意愿；而预期房地产价格将进一步上涨，人们会选择在房地产价格上涨前买入。此外，购房资金的可得性m增强，例如房贷利率的下降、首付比例的下降等都将刺激人们的购房需求。
2.房地产投资需求
房地产投资需求中包括本国居民的投资需求和国外居民的投资需求，分别用
和
表示。根据投资者异质性，房地产市场的投资者可分为基本面价值投资者(Fundamentalist)和技术交易投资者(Chartist)。本文这里假设房地产市场只存在技术交易投资者④。
本国居民的投资需求：
（五）动态系统分析
假设存在两个时期，t期和t+1期。根据Dieci和Westerhoff(2010)，在外汇市场上，汇率（直接标价法下）与国外投资者的货币需求以及外汇市场投资者的货币需求有关，假设外汇市场上存在两类异质的外汇投资者，基本面价值投资者和技术交易投资者，且国内投资者不投资于国外房地产市场，那么对数汇率动态调整可以表示为：
在汇率存在升值压力的状况下，由于实行出口导向经济增长模式，为了避免汇率大幅升值冲击出口，该国央行采取增加外汇储备和汇率小幅升值的策略。外汇储备增加，意味着买进外汇，抛出本币。在冲销不是有效的状况下，货币供给就会增加。对于房地产需求双方而言，资金可得性增强。根据(6)-(8)式，资金可得性增强将提升房地产消费性需求和投资需求，增加房地产供给，但是由于房地产建设周期较长，加上房地产开发中土地采取的是拍卖机制在一定程度使得房地产供给存在刚性，因而房地产需求调整要快于供给调整，即：
。因此，随着资金可得性的增强，房地产价格也将上涨。
但是，伴随着国内货币供给增加，国内通胀压力加大，由于中央政府对通胀的反应为
，那么可能会通过提高利率等紧缩性货币政策以降低通胀压力。紧缩性货币政策又可能导致房地产市场资金可得性的下降。但紧缩性的货币政策在一定程度上不利于经济增长，因而货币政策紧缩性程度可能有限。因此，总的来说由于稳定汇率的干预操作导致国内货币供给增长将导致国内房地产价格上涨。
2.房地产价格变动对汇率的影响
根据(1)式得到：
此外，如果房地产价格上涨，由于房地产市场的投资者是技术交易者，其预期房地产价格将进一步上涨，那么根据国外投资者的需求方程，国外投资者需求将上涨。根据(2)式，汇率关于国外投资者需求的偏导数为
，因此汇率将升值。而如果由于某种原因，国外投资者的需求下降，汇率就随着国外投资者需求的下降而贬值。
（六）小结
从理论模型推导的结论可以看到，通过房地产市场上存在国外投资者这一渠道，使得房地产价格与汇率之间存在相互影响、相互促进的关系。一旦房地产价格与汇率联系起来，它们之间就会呈现间接的螺旋式联动效应。因此，随着房地产价格的上涨，国际资本将可能流入以追求利润，大量国际资本流入，汇率就存在升值压力，同时这将形成反馈效应，促使房地产价格进一步上涨，国际资本进一步流入，汇率进一步升值。当房地产市场投机性泡沫越来越大，或由于某个外部冲击或由于投资者自身的预期改变，在羊群效应的作用下，房地产投资者会大量抛售，房地产价格大幅下挫。而消费需求者在面对房地产价格大幅下降的状况下，可能会预期房地产价格将进一步下降而减少当期消费需求以期未来以更低的价格购买。尽管存在地方政府设定的最低价格，但是市场恐慌仍将导致房地产价格迅速回落，短期国际资本迅速逃离，甚至国内资本也会外逃，那么该国的汇率就会出现贬值压力。如果该国没有足够的国际储备或国际清偿能力来应对资本的急剧外逃，很有可能发生国际收支危机，最终会导致经济彻底崩溃（朱孟楠和刘林，2010）。
三、实证研究
（一）计量模型选取
研究人民币汇率与我国房地产价格的关系，仅用这两个变量进行回归可能会出现伪回归（Kollias等，2010），根据理论模型分析的结果，由于存在外汇市场干预，国内货币供给可能与汇率变动存在联系，同时货币供给状况有可能通过影响房地产供求双方的资金可得性而影响房地产价格，因此在实证研究中引入国内货币供给这一变量。由于房地产价格和汇率都可能呈现出非线性的状况，房地产价格有上涨和下跌两种状态（徐迎军和李东，2010），汇率有升值和贬值两种状态（或者是保持相对稳定状况），而且货币供给也可能会出现增长较快与增长相对缓慢两种状况。因此，线性模型可能无法准确的刻画房地产价格、汇率和货币供给之间的关系。针对线性模型的缺点，Markov区制转换模型有可能是解决这类问题的比较好的一个方法。它的总体思想是可观测的时间序列向量
的回归参数取决于不可观测的区制变量
，而不可观测的区制变量表示的是经济处于不同状态。为了分析不同状态下变量间的动态关系，本文采用Markov区制转换的向量自回归模型(MS-VAR)作实证分析。
（二）数据选取
由于我国国际贸易中基本采用美元计算，且我国外汇储备中大部分也是美元储备，因此汇率选取即期人民币兑美元汇率月度平均值，用E表示⑦；房地产价格选取月度环比的全国70个大中城市房地产销售价格指数，且经过定基处理（2005年6月=100），用HP表示；货币供应量选取广义货币供应量M2的月末值，用M表示。由于2005年7月前人民币汇率采取的是盯住美元的策略，2005年7月后才有所浮动，且我国房地产销售价格环比指数只能获得从2005年7月开始的数据，因此本文的数据区间为2005年7月到2010年9月，共64个样本。为了剔除价格因素的影响，对三个数据取实际值，所有数据剔除价格因素影响后分别用RE、RHP和RM表示⑧。实际汇率RE=E×CPI*/CPI，其中CPI*是美国的消费者物价指数（基期为2005年6月），CPI是我国的消费者物价指数（基期为2005年6月）。实际房地产价格RHP=HP/CPI，实际货币供给RM=M/CPI。为消除季节因素的影响，所有数据均经过季节调整（Census-X12法）。所有原始数据均来源于CEIC。
（三）单位根检验
由于时间序列往往会表现出非平稳性。对非平稳数据进行回归有可能出现“伪回归”。本文利用两种原假设不同的检验方法，ADF检验（原假设是序列存在一个单位根）和KPSS检验（原假设是序列是平稳的）检验变量的平稳性。
ADF检验的结果⑨表明，在所有数据原序列都是非平稳的，而在1%的显著性水平下都是一阶单整的；而KPSS检验的结果显示实际汇率和实际房地产价格在5%的显著性水平下是水平平稳的，而在1%的显著性水平下三个变量是一阶单整的。为了与理论模型部分一致，即分析汇率变动和房地产价格变动之间的关系，根据两种原假设不同的单位根检验方法的结果确定在1%的显著性水平下，实际汇率、实际房地产价格和实际货币供给都是一阶差分后平稳的。
（四）MS(2)-VAR模型
建立两个区制的MS-VAR模型，分别建立均值调整和截距依赖的模型，同时考虑模型方差受区制变量的影响。
1.四种模型的比较
根据AIC、HQ和SC信息准则，将模型滞后期选择为3，建立MSM(2)-VAR(3)、MSMH(2)-VAR(3)、MSIH(2)-VAR(3)和MSI(2)-VAR(3)模型，以及线性模型，选择出最优的模型。比较四个非线性模型和线性模型，从对数似然函数值看，MSIH(2)-VAR(3)模型的对数值最大；从AIC等信息准则看，MSIH(2)-VAR(3)模型的AIC、HQ和SC值都是最小。因此，最优模型为MSIH(2)-VAR(3)。而与线性模型比较，MSIH(2)-VAR(3)也较优。因此选取MSIH(2)-VAR(3)模型。下文针对这一模型作详细分析。
2.MSIH(2)-VAR(3)模型的回归结果
根据模型回归的结果⑩，实际汇率变动回归方程表明：实际汇率变动存在显著“惯性”，即前一期如果实际汇率升值(DRE＜0)，当期存在0.332的动量使得当期实际汇率继续升值。而滞后2期到3期的实际汇率对当期汇率存在一定程度负向作用，即可能导致当期汇率向相反方向运行。而滞后1期到2期的实际房地产价格变动对当期汇率的影响并不显著，但滞后3期的实际房地产价格变动对当期汇率存在显著的负向作用，即如果滞后3期的实际房地产价格上涨(DRHP＞0)，将会导致当期实际汇率升值(DRE＜0)。对于货币供给变动对汇率的影响，理论上而言，当货币供给增加时(DRM＞0)，汇率应贬值。但回归结果表明，滞后1期的实际货币供给变动对当期实际汇率变动存在负向作用，而滞后2期的实际货币供给变动对当期汇率存在正向作用。这表明，如果实际货币供给增加(DRM＞0)，将导致第一期实际汇率升值（DRE＜0，效应为-0.005），第二期实际汇率贬值（DRE＞0，效应为0.007），总体上，前期货币供给增加将导致实际汇率贬值。实际房地产价格变动回归方程表明：实际房地产价格的变动也存在类似的动量效应，即当期实际房地产价格上涨仍将可能导致下期实际房地产价格继续上涨，而实际汇率变动对实际房地产价格变动的影响并不显著。但综合滞后3期的影响来看，实际汇率变动对实际房地产价格变动存在负向影响，即如果实际汇率升值，将可能导致实际房地产价格上涨。同样，从t值来看实际货币供给变动对实际房地产价格变动的影响并不显著，但综合滞后3期的影响，实际货币供给变动对实际房地产价格变动可能存在正向影响。实际货币供给变动回归方程表明：实际前3期实际货币供给变动对当期实际供给变动存在正向影响，且只有前3期的影响是显著的。而实际汇率变动对实际货币供给的影响并不显著，且这种不显著的影响也都是正向影响，即实际汇率升值可能导致实际货币供给减少。
结合MSIH(2)-VAR(3)模型关于区制的回归结果和图1可知，在区制1下（2005年汇改后到2005年底，2006年的第四季度，以及次贷危机爆发后的2007年6月到2008年2月），人民币兑美元实际汇率变动幅度较大（表现为月度升值幅度较大），实际房地产价格波动幅度较大，同时实际货币供给增长幅度较慢；在区制2下（2005年底到2006年8月份、2007年上半年，次贷危机恶化为全球性金融危机后的2008年初到2009年初和后金融危机的2009年到2010年）下，人民币兑美元实际汇率变动幅度较小（表现为月度升值幅度较小，甚至个别月份为小幅贬值），实际房地产价格以较小幅度稳步上涨，且实际货币供给增长较快。从图1可以发现模型给出的经济的两种状态与现实是基本相符的。根据回归结果，在考察期内，区制1的经历概率为0.296，持续期为8.6个月；而区制2的经历概率为0.704，持续期为10.34个月。
图1 区制概率
从变量对区制转换的响应可以发现，当下一期经济系统移到区制1或者由区制2过渡到区制1时，所有变量都表现出负向响应。实际货币供给变动的响应最为明显，其次是实际汇率变动，响应最小的是实际房地产价格变动。这说明，当下一期维持或转移到区制1时，实际汇率升值，实际货币供给变动幅度降低，而实际房地产价格变动表现为不明显的下降。当下一期经济系统移到在区制2或者由区制1过渡到区制2时，各变量表现为正向响应，实际汇率变动幅度下降，实际货币供给变动幅度增加，而实际房地产价格变动幅度的响应不明显。
3.脉冲响应函数分析
分别给定实际汇率变动、实际房地产价格变动和实际货币供给变动一个标准差的冲击，分析两种区制下系统中其他变量的响应。限于文章篇幅的要求，这里仅列出实际房地产价格变动对实际汇率变动冲击的非线性响应和实际汇率变动对实际房地产价格变动冲击的非线性响应。
(1)实际房地产价格变动对实际汇率变动冲击的响应
图2 实际房地产价格变动对实际汇率变动冲击的响应
假设给定实际汇率变动一个标准差的负冲击（即实际汇率升值）。两种区制下实际房地产价格变动的响应并不相同。在区制1下，实际汇率变动的负冲击将导致实际房地产价格变动的负向响应，即实际房地产价格变动为负（DRHP＜0，即实际房地产价格下跌）。且这种响应随时间不断衰减，在第10个月收敛；而在区制2下，实际汇率变动的负冲击将在前3个月导致实际房地产价格变动为负，而在第3-5个月导致实际房地产价格变动为正，之后又将导致实际房地产价格变动为负，并在第16月收敛。比较两种区制下的响应，区制1下实际房地产价格变动的响应要高于区制2下。这表明，实际汇率升值幅度和实际房地产价格变动幅度较大的状态下，实际汇率升值将导致实际房地产价格下跌；而实际汇率小幅升值和实际房地产价格稳步上涨的状况下，实际汇率升值将在较短时间内导致实际房地产价格上涨，但这种效应只能维持3个月。
(2)实际汇率变动对实际房地产价格变动冲击的响应
图3 实际汇率变动对实际房地产价格变动冲击的响应
假设给定房地产价格变动一个标准差正的冲击（即房地产价格上涨）。两种区制下实际汇率变动的响应程度和收敛速度基本相同。在两种区制下，实际房地产价格变动的正冲击将导致实际汇率在前2个月为正向响应，之后一直表现为负向响应且在第3期达到最大负向响应，然后波动至第5月达到第二个较大负向响应，之后不断衰减并在第15个月收敛。这表明，如果实际房地产价格上涨将导致实际汇率在前2个月贬值(DRE＞0)，而之后将会导致实际汇率升值且持续期较长(DRE＜0)，且第3-5个月实际汇率升值幅度较大。
四、结论
本文基于国外投资者投资于国内房地产市场的假设，通过构建包含房地产市场和外汇市场的理论模型，分析了房地产价格与汇率之间的动态关系。理论模型的结论表明，由于国外投资者的存在使得汇率与房地产价格联系在一起，且两者之间呈现出相互促进的关系，即房地产价格上涨（下跌）——汇率升值（贬值）——房地产价格上涨（下跌）。此外，由于外汇市场的干预导致国内货币市场流动性发生变化也可能导致房地产价格发生变化，特别是在考虑到房地产供给刚性的状况下，货币供给过多将导致房地产价格上涨。在理论分析的基础上，采用非线性的Markov区制转换VAR模型研究了2005年汇改后到2010年9月份人民币兑美元实际汇率、我国实际房地产价格和实际货币供给间的相互非线性动态关系，得出如下一些实证结论：
第一，MSIH(2)-VAR(3)模型的回归结果显示人民币兑美元实际汇率和我国实际房地产价格都存在显著的“惯性”或动量效应；实际房地产价格对实际汇率存在显著的滞后3期的正向影响，而实际汇率对实际房地产价格不存在显著的影响，但总体而言实际汇率升值将可能导致实际房地产价格上涨。
第二，非线性模型表明自2005年汇改以来，包含人民币兑美元实际汇率、实际房地产价格和实际货币供给的经济系统存在两种不同的状态。一是2005年汇改后到2005年底，2006年的第四季度，以及次贷危机爆发后的2007年6月到2008年2月，人民币兑美元实际汇率变动幅度较大，实际房地产价格波动幅度较大，同时实际货币供给增长幅度较慢；二是2005年底到2006年8月份、2007年上半年，次贷危机恶化为全球性金融危机后的2008年初到2009年初和后金融危机的2009年到2010年，人民币兑美元实际汇率变动幅度较小（表现为月度升值幅度较小，甚至个别月份为小幅贬值），实际房地产价格以较小幅度稳步上涨，且实际货币供给增长较快。
第三，通过非线性模型的脉冲响应函数分析，发现两种不同的经济状态下，变量间的动态相互关系并不相同。对于实际汇率与实际房地产价格动态关系：在区制1下，实际汇率升值并不能导致实际房地产价格上涨，却导致实际房地产价格下跌；而在区制2下，实际汇率升值也只能在较短时间内导致实际房地产价格上涨，且影响程度较小。在两种区制下实际房地产价格上涨将较为持续的导致实际汇率升值。
收稿日期：2010-11-15
注释：
①国际资本流动是否会对外汇储备、货币供给以及汇率产生影响取决于汇率制度。在浮动汇率制度下，国际资本流动不会对外汇储备和货币供给产出影响，而汇率会根据资本流动而发生变动；在固定汇率制度性，汇率不发生变动，而外汇储备和货币供给会根据国际资本流动的规模而变动；在中间汇率制度下，货币供给发生变动的程度取决于外汇储备变化或汇率变化的程度。
②巴拉萨—萨缪尔森效应是指经济增长率越高的国家，工资实际增长率也越高，实际汇率上升也越快的现象。
③总体来看，外资进入房地产市场的主要渠道，包括外商直接投资、借用外债、境外机构和个人以自购和包销方式买入商品房。尽管全球经济环境不景气，国内“限外政策”仍然持紧，但在人民币升值以及资产价格升值的长期利导因素下，外资仍持续进入我国的房地产业，数据显示2010年1-10月，全国实际使用外资金额820.03亿美元，同比增长15.71%。其中，房地产领域实际使用外资额同比增幅达48.04%。此外，尽管我国政府曾多次限制外资投资我国房地产业，但从实际效果来看并不理想。
④Kouwenberg和Zwinkels(2010)的研究发现，长期以来（1992～2005年）美国房地产市场上的技术交易者占主导地位，最终导致了2006～2009年的美国房价暴跌。从我国实际来看，房价上涨形成强烈的继续上涨预期导致更多投资者进入市场。
⑤这里的投资成本也包含了机会成本。
⑥即使汇率不升值或存在一定程度的贬值，只要投资于国内房地产的收益大于其在本国投资收益和投资成本总和，国外投资者仍然会投资于国内房地产市场。本文理论分析部分的汇率都是采用的直接标价法，即汇率变小表示相对于外币本币升值，汇率变大表示相对于外币本币贬值。
⑦这里的汇率是直接标价法下的汇率。
⑧采用实际值一方面可以降低数据间波动率的差异，以避免出现异方差；另一方面，由于房地产市场主体也会考虑到物价因素，如当通胀高企时房地产市场上的投资主体可能会增加，为了消除物价因素对房地产价格影响，所有数据都取实际值。
⑨由于篇幅限制，单位根检验的详细结果并未给出，如有需要可向作者索取。
⑩受篇幅限制，这里没有列出具体的回归结果。
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